教师绩效影响下的初中校园文化论文

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1问题提出

校园文化是学校在长期办学活动中所形成的为全体师生所共同遵循的价值标准、基本信念、行为规范及其外在表征。它是以校园为空间，以教师、学生为参与主体，以校园精神理念、伦理关系和器物文化为主要内容的一种群体文化。作为学校教育的重要组成部分，良好的校园文化对于培养全面发展的高素质人才具有重要意义。近年来，校园文化作为一种软实力所发挥的作用已越来越得到人们的关注和认同，越来越多的学校都在培养或树立具有自身特色的校园文化，以其达到树立良好形象，提高办学质量的目的。教师作为教学活动的主体，对学校办学质量的高低起着决定性的作用，而教师的工作绩效往往成为评价学校总体办学质量的隐性指标。本研究在前期研究的基础上，重点考察初中校园文化对教师工作绩效的影响机制，以便深入了解校园文化对教师工作绩效发挥作用的内部过程，从而为提升学校软实力和教师人力资源管理提供理论基础。

1.1校园文化

最早涉及校园文化论述的是美国学者沃勒(Waller)，他从文化学角度对学校的文化进行了分析。后来，考勒曼和麦克顿等人采用了结构－－功能主义的观点，将学校视为一个社会体系，并从社会学角度分析这一体系的结构和功能(林佩颖，2006)。Kuh＆Whitt(1988)指出，一个学校的文化传达了一种“我们是谁”的认同感，以及我们标榜什么?展示了我们是怎样行事的?指导着我们是怎样理解事物的。Hoy＆Kottkamp(1991)进一步指出，学校的文化是一个成员共同的取向系统(规范、核心价值观和隐性假设)，它维持了这个单位的整体性，并给它一个截然不同的身份。在国内，不同研究者也从不同的角度对校园文化的概念做出了多种界定，这些观点主要表现在:(1)校园文化只是针对学生开展的一种课外活动，比如兴趣小组、第二课堂等文体娱乐活动(王福建，2007);(2)校园文化是一种氛围，研究一个学校的文化就是探讨人与环境的相互作用，主要侧重学校环境是怎样影响学校成员的;(3)校园文化是社会大文化的一种亚文化形态，因此，与其他社会组织一样，校园文化应该是学校这个组织中的每个成员所共同认可的校园价值观及其在物质与行为上的具体化(孙志艳，2009)。

1.2校园文化与教师工作绩效的预测

校园文化作为一种文化现象，普遍存在于学校成员生活的方方面面，国内外的学者对校园文化的相关研究做出了很大的成就，其相关的变量涉及学校效能、校长的领导方式、教师自我效能、学生的学习等方面。校园文化的研究一开始就和效能联系到了一块，而探讨两者之间关系的文章常常是一些实证性的研究。常见的学校效能指标就是学校的教育质量、学生的学业成绩、学生升学率等。本研究选取教师的工作绩效作为学校整体效能感的一个代表性变量来研究校园文化的影响效果。根据认知资源有限理论，人的认知资源是有限的，在某一方面投入多就必然会减少在其他领域认知资源的投入。校园文化环境是教师从事教学和生活的背景，每个教师是都不可脱离校园文化环境而单独存在，教师的思想和行为必然会受到校园文化环境的制约和影响。良好的校园文化环境中，人与人之间彼此互帮互助、团结友爱，这种和谐的同事关系能够最大限度的降低教师在人际方面的认知资源投入，从而可以将更多的认知资源投入到与工作有关的活动中去，有利于工作绩效的提高。此外，良好的校园文化环境对于塑造教师积极的情绪状态也具有重要作用，人与环境是一个交互作用的过程，舒适的环境必然使人产生愉悦的心情，而这种积极的情绪会迁移到工作中去，从而也会提高教师的工作绩效。

1.3组织认同的中介作用

组织认同是指个体源于组织成员身份的一种自我构念，它是个体认知并内化组织价值观的结果，也是个体在归属感、自豪感和忠诚度等方面流露出的情感归依(魏钧等，2007)。当人们对某种团体产生认同时，会产生去个人化，与团体有命运共同感等感受，且会有内团体偏私行为，具体表现为组织成员会有较多的合作行为、较多的组织公民行为以及较高的工作绩效(O''''Reilly＆Chatman，1986)。员工对组织的认同，受制于多方面因素的影响并可能发生相应的变化。近年来，一些学者们开始从文化的角度对组织认同进行研究，研究发现组织文化会影响个体对组织认同。校园文化作为组织文化的一种形式，同组织认同有着密切的联系，一方面，组织文化为组织认同提供了核心内容，保证了组织认同的基本方向;另一方面，组织文化也只有通过成员的认同才能将抽象的、无形的文化转化为具体的个人态度和行为，实现成员的组织认同也是确立组织文化的目的之一。在组织行为学领域，国外已有一些相关研究证实了组织文化和组织认同的相关关系，比如Schrodt(2002)研究发现，组织文化的不同维度与组织认同显著相关;Hariis和Mossholder(1996)的研究发现，组织文化可以影响到组织的个体态度，如个体对组织的承诺、动机、士气以及工作满意度。国内学者董彦等(2008)研究也表明，在不同的组织文化背景下，员工对组织的认同度和忠诚度存在着差异。结合上述文献分析，提出如下研究假设:假设1:校园文化对教师的组织认同、教师工作绩效都有正向的影响作用。假设2:教师组织认同在校园文化与教师工作绩效之间起中介作用。

2研究方法

2.1研究被试

采取方便取样的原则，研究者分别向河南省9个城市的初中学校教师发放问卷600份，回收有效问卷414份，有效回收率为69%。其中男性教师占45.7%，女性教师占54.3%;教师教育程度方面，高中或中专以下占8.0%，大专占30.4%，本科占59.4%，硕士及以上占2.2%;教龄方面，1－5年的占35.3%，6－10年的占41.5%，11年以上的占23.2%;公立学校教师占63.8%，私立学校教师占36.2%;重点学校教师占17.9%，普通学校教师占82.1%。

2.2研究工具

2.2.1校园文化问卷

采用王俊有(2012)编制的初中校园文化问卷。通过文献分析、个人/团体访谈、开放式问卷调查，获得城市初中校园文化的内容条目。在对河南省9所城市15所初中进行调查的基础上，通过探索性因素和验证性因素分析，形成了城市初中校园文化问卷，包含五个维度20个项目，这五个维度分别为:人文关爱(5个题项)、环境烘托(4个题项)、规范有序(4个题项)、成就目标(4个题项)、创新活泼(3个题项)。五个因素共解释总方差变异量的62.409%，该问卷内部一致性信度系数为0.908。

2.2.2教师组织认同问卷

采用李永鑫等(2007)所修订的Mael＆Ashforth研发的组织认同问卷，包含一个维度6个项目，其内部一致性系数为0.85。

2.2.3工作绩效问卷

采用Pazy(1988)使用过的自评问卷，包含4个项目。相关研究表明，该问卷是一个单维度结构，其内部一致性系数是0.863。在本研究中，上述三个问卷，均采用Likert五点计分，由“1=非常不符合”，到“5=非常符合”，依次为“非常不符合”、“不符合”、“不太确定”、“符合”、“非常符合”。

2.2.4控制变量

为了使研究的结果更加准确，消除其他因素对结果变量造成的混淆，本研究选取性别、年龄、职称、教育程度、工作年限和学校性质等人口学或组织学变量作为控制变量，进一步研究在控制这些因素后前因变量对结果变量的影响作用。

2.3统计方法

本研究中，采用的统计方法有描述统计、相关分析、验证性因素分析和多元回归分析等，统计软件为SPSS15.0和Lisrel8.70。

3结果与分析

3.1初中校园文化、组织认同、工作绩效量表的区分度检验

采用验证性因素分析的方法来检验本研究中用到的三个构念之间的区分效度，根据相关理论构建竞争模型，比较假设模型和竞争模型的拟合指数差异，从而判断最佳的模型结构。考虑到研究使用的三个问卷之间存在一定的相关性，研究者首先构建了单因子模型。同时，初中校园文化和组织认同两个构念同属于态度层次的变量，因此研究者构建的二因子模型中将其合并为一个维度。三因子模型则为假设模型，即研究所用的三个构念之间存在明显的区分度。对于校园文化量表，本研究采用吴艳，温忠麟(2011)介绍的结构方程模型中的题目打包策略，将同属于一个维度的所有题项计算均值作为校园文化问卷的一个题项结果如表1所示。三因子模型的各项拟合指标均达到验证性因素分析中各个拟合指数的指标，且均优于单因子模型和二因子模型。因此，可以说明，假设的三因子模型与实际数据的吻合程度最好，城市初中校园文化、组织认同和工作绩效是三个相对独立的构念。

3.2共同方法偏差的检验

本研究中对共同方法偏差的检验采用周浩，龙立荣(2004)推荐的方法，结果如表2所示，三因子模型为假设模型，四因子模型为加入共同方法因子之后的模型。从上表可以看出，在加入共同方法因子后，Δχ2=109.89，Δdf=15，P＜0.001卡方检验显著。但是χ2受样本量影响较大，特别是在大样本的情况下，χ2的变化更加明显。借鉴其他学者的做法，各项拟合指数在0.01－0.02之间时，可认为存在轻微的共同方法偏差，这种偏差对结果不会有显著的影响。本研究中三因子模型和四因子模型的CFI、IFI和NNFI差异为0.02，因此我们认为本研究中不存在严重的共同方法偏差。

3.3初中校园文化、组织认同、工作绩效的描述性统计及相关分析

由表3可以得到，校园文化与组织认同、工作绩效均显著相关。下面研究者将进一步考察组织认同在校园文化与工作绩效之间的中介作用。3.4组织认同在城市校园文化对工作绩效影响中的中介作用所谓中介变量就像一座桥梁，当一个变量不是直接影响另一个变量时，中间变量就起到了间接的衔接作用。根据温忠麟等(2005)所提出的中介检验程序，研究者从下面几步依次探讨。第一步，以校园文化为预测变量，工作绩效为因变量，进行回归统计分析，考察两者之间的回归系数c，若c系数显著则进行下一步，若c系数不显著则说明两者之间相关不显著，停止中介检验程序。如表中M3，校园文化对工作绩效的回归系数为0.342，在0.001水平上达到显著。第二步，以校园文化为预测变量，组织认同为因变量，进行回归统计分析，考察两者之间的回归系数a，若a系数显著则进行第三步。如表中M1所示，自变量校园文化对中介变量组织认同的回归系数为0.330，在0.001水平上达到显著。结合第一步中校园文化对工作绩效的显著影响作用，假设1得到证实。第三步，以校园文化和组织认同作为预测变量，以工作绩效为因变量，进行回归分析，分别考察两者的回归系数b和c''''，若b和c''''系数都显著，则说明组织认同起部分中介效应作用，若c''''系数不显著，则说明组织认同起完全中介效应作用。如表4所示，控制组织认同后，校园文化的直接效应为0.249，组织认同对工作绩效的回归系数为0.281，均达到显著性水平。因此，假设2得到了数据的支持。因此，结论如下，校园文化对教师的工作绩效有显著的预测作用，这种预测作用部分是通过教师的组织认同而实现的，教师的组织认同感在校园文化对教师工作绩效的影响中起部分中介作用。其中介效应占校园文化对工作绩效总效应的百分比为ab/c，即等于27.12%。

4讨论

4.1校园文化对教师工作绩效、组织认同的正向影响

采用多元层次回归分析技术对变量之间的关系进行分析，结果发现:在排除中介变量的影响后，校园文化对教师工作绩效的标准化回归系数为β=0.342，p＜0.001，也就是说校园文化对教师的工作绩效具有显著的正向预测作用，即校园文化五个方面的总分越高，则对应的工作绩效也越高，从实证方面说明了良好的校园文化对教师工作绩效的重要性。一般来说，影响工作绩效的原因是多方面的，我们经常会想到通过提高教师的待遇、弹性工作制度以及一些激励手段来提高教师的工作绩效。而本研究的结果证实，除了传统的外部措施外，还可以通过营造良好的校园文化来提高教师的工作绩效，尤其对于一些在物质方面相对欠缺的基层学校来说，可以通过另外一种方式来提高教师的工作绩效。校园文化对教师组织认同的层次回归分析表明:排除控制变量对组织认同的影响，校园文化对教师组织认同的标准化回归系数为β=0.330，p＜0.001，表明校园文化对教师的组织认同具有显著的正向影响作用，校园文化得分越高，教师对学校的组织认同感就越强，良好的校园文化能够促进教师组织认同感的形成。

4.2组织认同在校园文化对工作绩效影响中的中介作用

根据相关理论以及校园文化对教师工作绩效和组织认同的显著影响，本研究进一步检验了组织认同的中介作用。根据温忠麟(2005)提出的中介效应检验程序，研究者采用层次回归分析方法，依次检验了校园文化对工作绩效的直接作用，校园文化对组织认同的预测作用以及组织认同作为中介变量在校园文化与教师工作绩效间的间接作用。结果表明:在控制中介变量组织认同的影响后，校园文化对工作绩效的预测作用明显降低(β=0.249，p＜0.001)，但仍然达到显著想水平，说明组织认同部分中介校园文化对工作绩效的影响。也就是说校园文化对教师工作绩效的影响效果有部分是通过教师的组织认同传递的，校园文化除了可以直接影响教师的工作绩效外，还可以通过组织认同的“中间人”角色间接地影响工作绩效。组织认同的这种间接效应占了总效应的对27.12%，这与国内外的相关研究存在一致。这个结论给我们以下启示:在校园文化的建设中，不可忽视组织认同对工作绩效的间接影响。我们既可以通过营造良好的校园文化来提高教师的工作绩效，也可以通过培养教师的组织认同感来提高教师的工作绩效。对于一些校园文化建设相对滞后的学校来说，可以在加强校园文化建设的同时通过一些措施和方法加强教师对学校的认同感，比如:宣扬学校的理念和价值观、组织适当的互动活动、鼓励普通教师和学校领导的定期交流等等，以此来维持教师较高的工作绩效。

5结论

本研究结果表明:初中校园文化对教师组织认同和工作绩效具有显著的预测作用，同时组织认同在校园文化和教师工作绩效之间起部分中介作用。

作者：王俊有1，2李巧灵1田艳辉1，3王明辉1赵国祥1工作单位：1河南大学心理与行为研究所2信息工程大学3西安通信学院